O mercado brasileiro da soja: um estudo de transmissão, causalidade e cointegração de preços entre 2001 e 2009

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1 Sinop, MT, Brasil, 18 a 22 de ouubro de O mercado brasileiro da soja: um esudo de ransmissão, causalidade e coinegração de preços enre 2001 e 2009 Gilbero Siso Fernández (UNEMAT) gilbsis@gmail.com Wylmor Consanino Tives Dalfovo (UNEMAT) wylmor.dalfovo@homail.com Udilmar Carlos Zabo (UNEMAT) udi.zabo@homail.com Resumo Analisou-se o processo de ransmissão, causalidade e coinegração enre os preços inernos e exernos da commodiy soja. Aravés de um modelo Veor Correor de Erro (VCE) esimou-se as funções impulso-reposa e a decomposição da variância para idenificar a relação enre as variáveis selecionadas. Uilizou-se para ano análises economéricas em que foi verificado um equilíbrio de longo prazo enre a CBOT, o poro de Roerdam, o de Paranaguá e os poros argeninos. Em ermos de precedência emporal, o poro europeu causa, no senido de Granger, os preços nos demais países. Os resulados aponam que choques provocados em Roerdam são senidos com maior inensidade no Brasil do que os da CBOT. A CBOT é menos significaiva na explicação do comporameno dos preços em Paranaguá do que em Roerdam. Os preços em Sorriso-MT e em Rondonópolis-MT causam, no senido de Granger, os preços em Passo Fundo-RS e Maringá-PR. Em relação à inegração enre os mercados inerno e exerno, verificou-se que exise um equilíbrio de longo prazo enre ambos, e de que os preços em Sorriso-MT são influenciados por Paranaguá e por Roerdam mais do que os preços fuuros da CBOT ou da BM&F. Palavras-chave: Commodiy Soja, Mercado Inernacional, Transmissão e Causalidade de Preços. 1. Inrodução O Brasil é considerado inernacionalmene como um dos mais imporanes produores e exporadores de produos agrícolas, sobreudo de commodiies, comercializadas em larga escala mundialmene. Nesse senido, a oleaginosa soja se encaixa como mercadoria principal do porfólio dos produos agrícolas exporados pelo país. Inernamene, o Brasil ainda apresena uma grande área agrícola produiva, que se expandiu ao longo das ulimas décadas, em função, principalmene, da expansão do culivo da soja. Porano, criaram-se em diversas regiões do país, imporanes polos produivos e praças de comercialização da oleaginosa, o que orna ainda mais dinâmica o mercado dessa commodiy no país. No conexo das regiões produoras, o esado de Mao Grosso se desaca nos úlimos anos como um poencial produor e igualmene algumas de suas regiões, denre essas, a região cenro-nore mao-grossense, onde se siua o município de Sorriso, considerado por muios como o maior produor da oleaginosa no mundo. Conudo, em ermos de mercado, o Brasil ainda é dependene dos faores exernos como, por exemplo, o faor preço. No caso da soja, obviamene, por ser uma commodiy com elevada demanda inernacional, a formação de preço se dá globalmene em função das 1 negociações deerminadas pela efeividade da demanda e da ofera, cabendo ao país apenas a função de omador de preços.

2 Sinop, MT, Brasil, 18 a 22 de ouubro de O faor preço igualmene inerfere nas diferenes regiões de produção e comercialização, sendo que a logísica de escoameno em papel decisivo na avaliação do preço final, pois cada região há um preço diferene a ser pago ao produor. Poso iso, considerando a disribuição geográfica da agriculura brasileira e sua imporância no âmbio global e, sendo a soja o produo principal das exporações agrícolas do país, seu desempenho, em ermos de mercado no país, reflee sua relevância no cenário inernacional. Nese senido, embora o país siga a endência do mercado exerno quano ao preço, inernamene os preços são diferenciados devido a diversos faores, dos quais se desaca os cusos logísicos. Assim, uma análise do comporameno em longo prazo dos preços nas praças no inerior do país permie averiguar o grau de ineração do mercado agrícola nacional, ressalvadas as influencias de faores regionais. 2. Procedimenos meodológicos Procurou-se uilizar nese rabalho dados referenes ao mercado da soja das principais regiões produoras do país, levando em consideração os esados do Mao Grosso, Rio Grande do Sul, Paraná, São Paulo e Minas Gerais. Nese senido, foram uilizadas séries de preços dos municípios de Sorriso (MT), Rondonópolis (MT), Passo Fundo (RS), Maringá (PR), Mogiana (SP) e Uberlândia (MG). Foram usados séries de preços médios mensais, com 108 observações, o que compreende o período de janeiro de 2001 a dezembro de As séries denominadas Rondonópolis, Passo Fundo, Maringá e Mogiana foram levanadas juno a Associação Brasileira das Indúsrias de Óleos Vegeais (ABIOVE) e ambém juno ao Cenro Inernacional de Análises Econômicas e de Esudos de Mercado Agropecuário (CEEMA) da Universidade Regional do Noroese do Esado do Rio Grande do Sul (UNIJUÍ). A série Sorriso foi levanada juno ao Insiuo Mao-Grossense de Economia Agropecuária (IMEA). Por sua vez, a série Uberlândia foi conseguida juno ao Clube Amigos da Terra de Uberlândia (CAT). Dada a naureza dos dados, foi uilizada a análise economérica de séries emporais que consise, segundo Spiegel (1993, p. 427), na descrição maemáica dos movimenos componenes em uma série seqüencial de um conjuno de observações omadas em um deerminado período de empo, com inervalos comuns. De acordo com Bueno (2008), o conceio de esacionaridade é a principal idéia que se deve er para esimar uma série emporal. Considera-se esacionaria uma série cujas médias e variâncias permaneçam consanes ao logo do empo e que o valor da covariância dependa unicamene da defasagem enre os dois períodos. Caso a série não apresene ais caracerísicas, é considerada não esacionaria. Uma das maneiras para se esar a esacionaridade de uma série emporal de forma AR 1 direa é aplicar o ese de raiz uniária. Dado um modelo auoregressivo de ordem 1 ( ) para a variável y como segue: y = y 1 β + ε 01) 2

3 onde Sinop, MT, Brasil, 18 a 22 de ouubro de , σ. ε é aleaória com média zero e variância consane ( ) Caso, nesse modelo, o coeficiene β for igual a um, enão y é um passeio aleaório não esacionário e se diz que em uma raiz uniária. Sendo, enão, as séries não esacionárias, é possível aravés dos eses de coinegração verificar se exise um comporameno de equilíbrio no longo prazo enre as variáveis e, assim, deerminar o grau de relacionameno enre elas. Sejam y e x variáveis não esacionárias I ( 1) linear enre elas seja ambém I ( 1) esacionaria e se, nesse caso, ε for ambém I ( 1) variáveis coinegradas., espera-se que qualquer combinação. Enreano, a combinação linear enre as duas pode ser y ou esacionário, considera-se e x ε for I ( 1) De acordo com Gujarai (2000), quando, as endências de Y e X se y anulam. Hill (2003, p. 401) reiera que a coinegração implica em comparilhar uma x endência esocásica semelhane a de e como a diferença ε é esacionaria, as duas variáveis nunca divergem muio uma da oura. Segundo Bueno (2008), o ese de coinegração de Engle-Granger (1987) é indicado para ser feio sobre uma única equação. Supõe-se variáveis y e I 1 ), a meodologia consise em, primeiramene, esimar a relação de longo prazo e armazenar os resíduos. Se forem coinegradas, os resíduos serão esacionários. Em seguida, aplica-se o ese da raiz uniária nos resíduos. Caso a hipóese nula de raiz uniária dos resíduos for rejeiada, as variáveis serão coinegradas, pois os resíduos serão esacionários. x coinegradas de ordem 1 ( ambas ( ) 3. Revisão eórica A seguir, esão apresenados os principais elemenos da fundamenação eórica e conceiual da pesquisa. 3.1 O Brasil no cenário inernacional Nos úlimos anos, o Brasil vem conquisando cada vez mais espaço no mercado exerno de soja em grão, em virude do aumeno da demanda inernacional, sobreudo dos países asiáicos, e da redução dos níveis de excedenes exporáveis nos Esados Unidos. No início da década de 1990, o país deinha uma parcela relaiva do mercado exerno da ordem de 15%. Em 1998, essa parcela era de 22,7% do oal das exporações mundiais da commodiy e no ano comercial de 2007/08 paricipava do comércio inernacional da soja com 39,3% das exporações. De acordo com os dados do MAPA/IACC (2007), a esraégia compeiiva brasileira na exporação de soja esá associada aos cusos produivos. Segundo Oranje (2003, apud CAMPOS, 2007, p. 157) o melhor desempenho [...] pode ser resulado da compeiividade de 3 preços, explicada, primeiramene, pela opção dos imporadores por escolherem diferenes fornecedores de produos e serviços.

4 Sinop, MT, Brasil, 18 a 22 de ouubro de O aumeno da paricipação brasileira no mercado inernacional, porano, esá direamene ligado ao crescimeno da demanda. O aumeno da produção no Brasil foi superior a de ouros países produores nos úlimos anos em virude da disponibilidade de áreas e isso levou a uma paricipação maior no marke share inernacional. O mercado consumidor da soja brasileira esá disribuído, principalmene, enre Europa e Ásia. Desde 2001, a China em sido o maior imporador da commodiy nacional. Enreano, embora os principais desinos do produo brasileiro respondam pela maior pare das exporações do país, o número de países imporadores é relaivamene grande. Ainda, segundo o MAPA/IACC (2007, p. 58), enre 1990/1991 e 2004/2005, 84 países imporaram soja brasileira, havendo uma predominância de países da Europa como grandes negociadores da commodiy brasileira. Embora o país enha ganhado expressiva paricipação na exporação mundial de soja em grãos, isso não ocorreu com relação aos seus derivados. No caso do farelo de soja, por exemplo, durane a década de 1990, o Brasil maneve-se com paricipação relaivamene esável no mercado inernacional, com um paamar próximo dos 30%. Ainda, segundo o MAPA/IIAC (2007, p. 51), sendo o Brasil o segundo maior produor mundial e um imporane aor no conexo global do comércio exerior da soja e seus derivados, a dinâmica do comércio exerior exerce fore impaco sobre o sisema agroindusrial do produo e sobre a economia brasileira como um odo. Nese senido, o mercado inerno brasileiro da commodiy soja se desenvolveu rapidamene, cada vez mais, inegrado ao cenário inernacional. A capacidade produiva do país frene aos demais exporadores fez aumenar sua paricipação no mercado global e crescer ambém a dinamismo do complexo soja nacional. 3.2 O mercado inerno brasileiro Sendo o Brasil um imporane produor e exporador de produos do agronegócio, o comporameno do mercado inerno se dá em função do comporameno do mercado exerno. Os preços inernos são foremene influenciados pelas oscilações que ocorrem no mercado inernacional. Nese conexo, pode-se aferir que o mercado agrícola nacional segue a endência do mercado exerno. A variável preço, que é o melhor parâmero medidor do comporameno de um mercado, é uma função do mercado inernacional. Dessa forma, segundo Mendes e Padilha (2007, p. 249), a caracerísica fundamenal dos preços dos produos agropecuários é a insabilidade, ou seja, apresenam elevado grau de variabilidade (volailidade) no decorrer do empo. Assim, o mercado brasileiro da soja, que é ido como uma função do mercado exerno, sofre influência de diversas variáveis em seu comporameno, ano no âmbio da ofera e demanda como nas condições macro e microeconômicas e ambém nas comerciais do país, uma vez que, denre essas, a mais imporane, seja a axa de câmbio. Segundo Silva e Carvalho (1995), a moeda nacional sobrevalorizada, numa economia com algum grau de aberura, impõe cusos aos produores de bens comercializados. 4

5 Sinop, MT, Brasil, 18 a 22 de ouubro de Porano, considerando as diversas variáveis exernas que influenciam o comporameno do preço da commodiy soja no Brasil, e endo ese como dado em função do cenário inernacional, o mercado inerno ende a apresenar um comporameno, de médio e longo prazo, de equilíbrio enre as coações do produo ao longo do erriório produor nacional. 3.3 Transmissão de preços no mercado inernacional Diversos esudos já foram realizados considerando o ema da ransmissão dos preços do mercado inernacional aos preços inernos da commodiy soja. Enre eles, ciam-se como os mais relevanes os de Margarido e al (2001), Lovadini e Bachi (2004), Lazzaroo e Figueiredo (2006) e Del Corso e al (2006). Segundo Margarido e al (2001), dada à imporância econômica do complexo soja, diversos esudos uilizando séries de empo foram realizados, procurando analisar a formação do preço da soja no Brasil. Sendo a soja uma culura ipicamene de verão, a safra no hemisfério nore coincide com o período de enressafra no hemisfério sul. Logo, ocorre um deslocameno enre o preço da soja no mercado brasileiro e o preço coado nos Esados Unidos. Enreano, de acordo com Silva e al (2003) e Del Corso e al (2006), ais deslocamenos não apresenam algum ipo de simeria, uma vez que os prêmios free on board (FOB) no Brasil êm caído no período de safra de uma forma mais acenuada do que sobem os preços no período de enressafra no país. Segundo Del Corso e al (2006), exise uma correlação negaiva enre eses dois mercados, uma vez que possuem sazonalidades inveridas, sendo que isso ocorre ambém devido a ouros faores. De acordo com os auores mencionados, a diferença enre os preços praicados na Bolsa de Chicago e os preços da soja no Brasil é causada ambém por diferenças enre as axas de juros nos dois países (Brasil e EUA); nas margens bruas de processameno diferenciadas; pela maior dependência brasileira quano à demanda exerna, além das disparidades enre os sisemas produivos. Margarido e Sousa (1998, apud LOVADINI e BACHI, 2004) afirmam que as variações nas coações da soja na CBOT são ransmiidas apenas parcialmene e sem defasagem emporal dos preços para o produor. Para esses auores, a inelasicidade da ransmissão de preços parece esar relacionada com esraégias adoadas pelas empresas esmagadoras, as quais omam suas decisões quano ao desino final da soja em função da relação enre os preços inernacionais e domésicos e ao fao de que o consumo inerno dos derivados de soja é relaivamene elevado. Conudo, Del Corso e al (2006, p. 87) verificaram uma relação de equilíbrio de longo prazo enre o preço da soja brasileira e o preço da soja no mercado nore-americano. Segundo os auores, os preços desa commodiy nos referidos mercados possuem, em uma visão de longo prazo, comporamenos similares. Em um esudo da ransmissão das coações na CBOT para os preços da soja quano ao produo e indúsria no Brasil, Pino e Rocha (1994, apud DEL CORSO e al, 2006) concluíram que os preços inernos da soja são foremene influenciados pelas variações na 5 bolsa americana, o que deermina a ofera no país.

6 Sinop, MT, Brasil, 18 a 22 de ouubro de Margarido e al (1999, apud SILVA e al, 2003) e Del Corso e al (2006) em um esudo sobre o complexo soja, mensuraram a elasicidade de ransmissão dos preços no mercado inernacional, considerando a CBOT, Roerdam e as coações domésicas no Brasil e na Argenina. De acordo com os resulados desses esudos, as variações nos preços do grão de soja em Roerdam são ransferidas de forma mais rápida e inensa para as coações domésicas da commodiy no Brasil e na Argenina do que os preços coados na CBOT. Para Del Corso e al (2006, p. 97), isso leva a inferir que em relação à formação do preço da soja em grão, o lado da demanda, represenado pelo preço de Roerdam (preço spo) exercem maior influência sobre os preços domésicos no Brasil e Argenina relaivamene às variações [...] pelo lado da ofera, represenados pela CBOT, os quais são coações fuuras, iso é, levam em cona as esimaivas de safras dos principais paises produores. Para Margarido e al (2001), as variações nos preços na Argenina são mais sensíveis às dos preços inernacionais do que no mercado inerno brasileiro, o que reflee as caracerísicas de cada país. Segundo o mesmo auor (2001, p. 125) o Brasil possui um imporane mercado domésico consumidor de derivados de soja, enquano que, no caso da Argenina, quase oda produção desina-se exclusivamene ao mercado inernacional ornando os seus preços domésicos mais sensíveis diane de variações nos preços exernos. Freias e al (2001, apud LAZZAROTTO e FIGUEIREDO, 2006) esudaram o processo de ransmissão de preços do Poro de Roerdam sobre os preços de exporação de farelo de soja no Brasil, nos Esados Unidos e na Argenina. Os auores concluíram que, ano os preços FOB na Argenina, quano os do aacado nos Esados Unidos, sempre respondem insananeamene aos choques europeus. Para o caso do Brasil, os preços FOB absorvem imediaamene apenas pare das oscilações nas coações em Roerdam e o resane em uma defasagem emporal de quase um ano para ser efeivada. 4 Resulados e discussão Dado que o mercado brasileiro da soja segue a endência do comporameno do mercado inernacional, o que já foi apresenado por diversos auores, a variação inerna dos níveis de preços da commodiy ende a apresenar um comporameno similar ambém enre as praças de comercialização. Nese senido, o ese de correlação enre as séries consideradas como objeo de análise nese rabalho permie visualizar o grau de ineração no comporameno dos preços. Tabela 1 Mariz de Correlação enre as Séries Municípios Sorriso Passo Fundo Rondonópolis Mogiana Maringá Uberlândia Sorriso 01 Passo Fundo 0, Rondonópolis 0, , Mogiana 0, , , Maringá 0, , , , Uberlândia 0, , , , , Fone: dados compilados com base nas séries consideradas (2010) 6

7 Sinop, MT, Brasil, 18 a 22 de ouubro de O coeficiene de correlação ( ρ ) basane elevado denoa uma fore relação no comporameno das séries de preços enre odas as cidades consideradas no esudo. Isso indica que, a longo prazo, os níveis de preços endem a seguir uma endência comum no mercado brasileiro. É possível perceber nos valores de ( ρ ), apresenados na abela anerior, que exise uma maior ou menor relação direa enre as séries de preços das cidades consideradas. Nas correlações enre as séries referenes de Passo Fundo, Rondonópolis e Uberlândia, o coeficiene ficou acima de 0,97 o que denoa um fore equilibro enre o comporameno das séries. Enre as ouras cidades, embora com um coeficiene de correlação um pouco menor, ese ainda é muio significaivo, odos superiores a 0,80, o que caraceriza um correlação boa enre as séries. Anes de realizar a análise de coinegração, faz-se necessário verificar se as séries são ou não esacionarias, ou seja, se apresenam ou não uma raiz uniária. A figura (01) apresena os gráficos de odas as séries uilizadas nese esudo, considerado o período de janeiro de 2001 a dezembro de É possível, numa primeira análise, verificar que as séries apresenam um comporameno semelhane enre elas. Além disso, é possível aferir que são séries aleaórias. Figura 1 Séries de Preços nas diferenes praças de comercialização no Brasil Os eses de esacionaridade com base nos correlogramas realizados com 20 7 defasagens demonsraram que, em odas as séries analisadas, o coeficiene de auocorrelação ( ρˆ k ) diminui gradualmene ao longo das defasagens. Pode-se perceber que aé a defasagem

8 Sinop, MT, Brasil, 18 a 22 de ouubro de , em odas as séries, o coeficiene de auocorrelação ( ρˆ k ) é esaisicamene diferene de zero, ou seja, significaivo. Esse comporameno, segundo Gujarai (2000, p. 721), é indicaivo de uma série emporal não-esacionaria. Porano, numa primeira análise, odas as séries apresenaram um comporameno não esacionário. Os eses de raiz uniária uilizados para deecar a presença de esacionaridade nas séries emporais foram realizados com base no ese Dickey-Fuller Aumenado. Os valores críicos para ese ese foram dados por Hill e. al. (2003, apud MACKINNON e DAVIDSON, 1993) com presença de uma consane. Segundo Gujarai (2000, p. 725), caso o valor absoluo calculado da esaísica τ (au τ ) for menor que os valores críicos absoluos τ de ADF, a série emporal é não esacionária. Os valores críicos dados por MacKinnon e Davidson (1993) para 1%, 5% e 10% são, respecivamene, -3,96, -3,41 e -3,13. O ese Dickey-Fuller Aumenado foi realizado sobre o modelo considerando consane a endência. y = α + α + γy + β Y + ε m i 1 (02) i= 1 Todos os coeficienes de auocorrelação das séries analisadas apresenaram-se menores do que os valores críicos absoluos de 1%, 5% e 10%. Porano a hipóese nula de que δ = 0 não é rejeiada, o que significa que as séries apresenam raízes uniárias, ou seja, que são séries emporais de comporameno não esacionário. Tabela 2 Resulados dos eses de Dickey-Fuller Aumenado Município Esaísica de Tese τ Valor de p assinóico Sorriso -2, ,3739 Passo Fundo -2,2249 0,4751 Rondonópolis -2,5655 0,2964 Maringá -3, ,1235 Mogiana -3, ,1100 Uberlândia -2, ,4474 Fone: Dados compilados a parir de saídas do sofware (2010). A presença de raiz uniária, ou seja, não esacionária, é, segundo Gujarai (2000, p. 725), indicaiva de que as séries são inegradas de ordem 01 definida como séries I(1). A escolha do número de defasagens foi realizada por meio da avaliação dos valores dos criérios de informação AIC (Akaike s Informaion Crierion), SBC (Schwarz Bayesian Informaion Crierion) e HQC (Hannan-Quinn Crierion) aé um número máximo de 10 defasagens. A série Sorriso foi considerada com variável endógena, enquano as demais como variáveis exógenas. De acordo com os rês criérios de informações considerados, o valor minimizado foi deecado para a defasagem de ordem 01. Desse modo, para os eses de coinegração foram uilizadas apenas uma defasagem em odas as séries. Porano, dado que odas as séries são inegradas de ordem um, foi uilizado o ese de Engle-Granger para verificar a presença de coinegração. 8

9 Sinop, MT, Brasil, 18 a 22 de ouubro de Hill (2003, p. 401) define que a coinegração implica que as séries comparilhem endências esocásicas semelhanes e que exibam uma relação de equilíbrio de longo prazo. Supõem-se variáveis y e I 1 ), a meodologia consise em, primeiramene, esimar a relação de longo prazo e armazenar os resíduos. Se forem coinegradas, os resíduos serão esacionários. Em seguida, aplica-se o ese da raiz uniária nos resíduos e, caso a hipóese nula da raiz uniária dos resíduos for rejeiada, as variáveis serão coinegradas, pois os resíduos serão esacionários. x coinegradas de ordem 01 (ambas ( ) O ese de coinegração foi realizado, primeiramene, uilizando odas as séries como variáveis e considerando Sorriso como variável dependene. Considerou-se um modelo com consane e endência. Os valores críicos considerados foram os dados por Davidson e Mackinnon (1993) para os eses de Engle-Granger com seis variáveis em um modelo como consane e endência, para 1%, 2,5%, 5% e 10%, que são, respecivamene, -5,52, -5,23, - 4,98 e -4,70. No ese da raiz uniária sobre os resíduos, com o ese Dickey-Fuller Aumenado, a esaísica au ( τ ) apresenou valor de -3,98827, menor, porano, que os valores críicos para odos os níveis de significância, o que permie rejeiar a hipóese nula de que os resíduos sejam não esacionários. Logo, nesse caso conclui-se que as séries uilizadas, considerando Sorriso como dependene, são coinegradas, indicando uma relação de equilíbrio enre elas a longo prazo. Um segundo ese de coinegração foi realizado, considerando ainda Sorriso como variável dependene e Passo Fundo e Maringá como variáveis independenes, uma vez consideradas duas das praças de comercialização mais imporanes no mercado brasileiro da soja. Nese, ambém foram considerados os valores críicos de Davidson e Mackinnon (1993) para o ese Engle-Granger com rês variáveis, ambém em um modelo com consane e endência para os níveis de 1% (-4,66), 2,5% (-4,37), 5% (-4,12) e 10% (-3,84). O resulado, ido pelo ese de raiz uniária sobre os resíduos da regressão, com o ese Dickey-Fuller Aumenado, apresenou uma esaísica de ese au ( τ ) de -4,12548, menor, porano, que os criérios ao níveis de 1% e 2,5%. Desse modo, a hipóese nula de que os resíduos sejam não esacionários é rejeiada e se pode concluir que as séries apresenam uma relação equilibrada a longo prazo, ou, que são coinegradas. As principais informações dos dois eses de coinegração execuados são apresenados na abela a seguir. Tabela 3 Informações dos Teses de CoInegração Tese Variáveis Defasagens Valores Críicos Esa. au Resulado 1% (-5,52) Rejeiada Tese 01 EG 6 1 2,5% (-5,23) -3,98827 a Hipóese 5% (-4,98) Nula 10% (-4,70) 1% (-4,66) Rejeiada Tese 02 EG 3 1 2,5% (-4,37) -4,12548 a Hipóese 5% (-4,12) Nula 10% (-3,84) Fone: Dados compilados a parir de saídas do sofware (2010). 9

10 Sinop, MT, Brasil, 18 a 22 de ouubro de Considerações finais Ese rabalho buscou analisar a exisência de uma relação de equilíbrio a longo prazo enre os preços da commodiy soja coada em diferenes cidades do Brasil, considerando os principais esados produores, do período compreendido enre janeiro de 2001 a dezembro de As séries uilizadas foram médias mensais dos preços à visa coados nas cidades de Sorriso (MT), Rondonópolis (MT), Passo Fundo (RS), Maringá (PR), Mogiana (SP) e Uberlândia (MG). Em uma primeira análise, verificou-se uma fore correlação enre as séries, o que denoa um comporameno similar na evolução emporal dos preços em odas as cidades observadas. A série de Sorriso (MT), considerado com variável dependene nos eses do coinegração apresenou um coeficiene de correlação significaivo com odas as demais series, ficando enre 0,88 e 0,91. Os eses de esacionaridade, ano com base nos correlogramas como uilizados o ese de raiz uniária de Engle-Granger Aumenado, demonsraram que as séries consideradas no esudo são séries não esacionárias, porano, como média e variância não consanes ao longo da série. De acordo com o ese de Coinegraçao de Engle-Granger realizados, o mercado brasileiro apresenou um comporameno de equilíbrio na evolução dos preços da commodiy enre as praças consideradas. No primeiro ese, uilizando odas as séries e considerando Sorriso como variável dependene, o valor da esaísica au ( τ ) ficou abaixo dos valores críicos para odos os níveis de significância. Desse modo, verifica-se que de fao exise coinegracao, ou um equlíbrio de longo prazo enre as séries de preços da soja no mercado brasileiro. No segundo ese, considerando apenas Passo Fundo, Maringá e Sorriso, ese úlimo como dependene no modelo, apresenaram resulados semelhanes ao ese anerior. A esaísica au ( τ ) apresenou um valor menor do que os valores críicos para os níveis de significância de 1% e 2,5%, o que ambém indica um comporameno de equilíbrio a longo prazo enre as variáveis, ou seja, que esas são coinegradas. Isso demonsra, porano, que exise uma rápida ransmissão das informações de mercado e de que, a longo prazo, desconsiderando os faores regionais que influenciam as coações, os preços no Brasil são relaivamene semelhanes enre as regiões produoras. A defasagem emporal nesses eses foi praicamene desconsiderada, uma vez que se uilizou medias mensais dos preços e pode se aferir que o fluxo de informações desse mercado no Brasil é muio mais rápido do que isso. Porano, cabe agora uma análise mais dealhada da elasicidade dessa ransmissão dos preços e o período de defasagem das informações no mercado brasileiro da soja. Uma vez que diversos auores já demonsraram que o mercado brasileiro é função direa do das condições inernacionais, o que valida a Lei do Preço Único. Inernamene, o mercado ende a apresenar um comporameno equilibrado ambém no curo e médio prazo, o que vem a favorecer de um modo geral, odas as regiões produoras do país. 10

11 Sinop, MT, Brasil, 18 a 22 de ouubro de Referências ABIOVE, Associação Brasileira das Indúsrias de Óleos Vegeais. O processo de Produção em Mao Grosso. Disponível em acesso em 25 de julho de BUENO, Rodrigo De Losso da Silveira. Economeria de séries emporais. São Paulo: Cengage Learning, BRASIL. Minisério da Agriculura, Pecuária e Abasecimeno. Cadeia produiva da soja / Minisério da Agriculura, Pecuária e Abasecimeno, Secrearia de Políica Agrícola, Insiuo Ineramericano de Cooperação para a Agriculura. Coordenador Luiz Anonio Pinazza. Brasília: IIAC / MAPA / SPA, CAMPOS, Kilmer Coelho. Piaceni, Carlos Albero. Agroenergia: a quesão da volailidade de preços e o efeio alavancagem dos produos agrícolas. XVL Congresso da Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural. Londrina, CEEMA Cenro Inernacional de Análises Econômicas e de Esudos de Mercado Agropecuário. Esaísicas Econômicas. Universidade Regional do Noroese do Esado do Rio Grande do Sul (UNIJUI). Disponível em acessado em 25 de julho de DEL CORSO, Jansen Maia; Silva, Wesley Vieira da; Duclós, Luiz Carlos. Avaliação do processo de ransmissão dos preços da soja praicados nos mercados físico brasileiro e noreamericano. Revisa de Negócios, Ed. FURB, v. 11, n.3, p.61-72, Julho/Seembro de 2006, Blumenau-SC. EHLERS, Ricardo Sanders. Análise de séries emporais. 4. ed. São Paulo-SP: Saraiva, IMEA Insiuo Mao-grossense de Economia Agropecuária.Série hisórica de preços para a commodiie soja. Cuiabá-MT, acessado em em 20 de julho de LAZZAROTO, Joelsio José.; FIGUEIREDO, Adelson Marins. Análise da formação dos preços recebidos pelos sojiculores dos esados do Rio Grande do Sul, Paraná e Mao Grosso. Disponível em Acesso em12 de julho de LOVADINI, Débora; BACCHI, Mirian Rumenos Piedade. Causalidade e ransmissão de preços enre mercado inerno e inernacional para produos do complexo soja. Disponível em hp:// Acesso em 15 de julho de

12 Sinop, MT, Brasil, 18 a 22 de ouubro de MAMINGI, N. How prices and macroeconomic polices affec agriculural supply and he environmen. Washingon: World Bank, Environmen, Infrasrucure and Agriculure Division Policy Research Deparmen, MARGARIDO, Mario Anonio; Turolla, Frederico Araújo. Previsão de preços no mercado inernacional de grão de soja. Informações Econômicas. São Paulo-SP: vol. 33, n. 1, p-7-13 jan ; e all. Análise da elasicidade de ransmissão de preços no mercado inernacional de soja. Pesquisa & Debae. São Paulo-SP: volume 12, n.2(20), p.5-40, ; e all. Análise da formação de preços no mercado inernacional de soja. Agriculura São Paulo-SP, 47(2):71-85, Sousa, Eduardo Luis Leão de. Formação de preços da soja no brasil. Agriculura em São Paulo, São Paulo-SP: 45(2), p.52-61, MENDES, Judas Tadeu Grassi. Agronegócio: uma abordagem econômica. São Paulo: Person Prenice Hall, MYNBAEV, K. T. Manual de economeria. Tradução de Alan Lemos. Rio de Janeiro: Ediora FGV, MUNDLAK, Yair. Larson, Donald F. On he ransmission of world agriculure prices. he world bank economic review. Washingon: Inernaional Bank for Reconsrucion and Developmen, vol. 6, nº 3, R. F. Engle; C. W. J. Granger. Co-inegraion and error correcion. USA, Ed. Economerica. vol. 55, SARRIS, Alexander H. O papel da agriculura no desenvolvimeno econômico e na diminuição da pobreza: uma base empírica e conceiual.. Grécia: Deparameno de Desenvolvimeno Rural do Banco Mundial/ Universidade de Aenas, SARTORIS, Alexandre. Esaísica e inrodução à economeria. São Paulo: Saraiva, SILVA, Wesley Vieira da; SANTO, Elinaldo Leal; SILVA, Luciana Sanos Cosa V. da. Coinegração enre os preços da soja coados nos mercados brasileiro e nore americano: uma 12 análise empírica. Caderno de Pesquisa em Adminisração. São Paulo-SP: Edusp, v.10, n.3, p.69-78, Julho/Seembro 2003.

13 Sinop, MT, Brasil, 18 a 22 de ouubro de SILVA, César Robero Leie da; CARVALHO, Maria Auxiliadora de. Taxa de câmbio e preços de commodiies agrícolas. Revisa Informações Econômicas. São Paulo-SP: Edusp, v.25, n.5, p , maio SPIEGEL, Murray R. Esaísica.Tradução e revisão écnica Pedro Consenino. 3. ed. São Paulo: Makron Books, (Coleção Schaum). WOOLDRIDGE, J.M. Inrodução à economeria: uma abordagem moderna, São Paulo-SP, Thomson Learning,